Introducción

En la actualidad, resulta imposible explicar fenómenos como la motivación, el aprendizaje, el rendimiento y el bienestar psicológico sin considerar el papel que juegan las creencias de autoeficacia (Pajares & Urban, 2006). En efecto, las creencias que las personas poseen acerca de sus capacidades para llevar a cabo diferentes cursos de acción pueden ser consideradas como uno de los factores psicológicos más influyentes en el funcionamiento humano (^{Valiante, 2000}). En el presente estudio se pretende poner a prueba un modelo sociocognitivo en donde las creencias de eficacia profesional influyen sobre los niveles de burnout y engagement.

En la actualidad, el burnout constituye uno de los daños laborales de carácter psicosocial de mayor prevalencia y celeridad (^{Salanova & Llorens, 2008}). En términos generales, el burnout se refiere a una respuesta prolongada a estresores crónicos a nivel personal y relacional en el contexto del trabajo. Este síndrome puede ser determinado a partir de cuatro dimensiones: agotamiento, despersonalización, cinismo e ineficacia profesional (^{Bresó, Salanova, & Schaufeli, 2007}; Schaufeli & Salanova, 2007). Independientemente del tipo de ocupación, se ha observado que la falta de confianza en las propias competencias resulta un factor crítico en el desarrollo del burnout (Salanova & Llorens, 2008). En efecto la relación negativa existente entre la autoeficacia profesional y el burnout (en sus diferentes dimensiones) ha llevado a considerar a este síndrome como una "crisis de eficacia" (Llorens, García, & Salanova, 2005).

El engagement puede ser caracterizado como el estado psicológico opuesto al burnout, ya que remite un estado mental positivo persistente, relacionado con el trabajo caracterizado por el vigor, la dedicación y la absorción (^{Salanova & Llorens, 2008}). Según Salanova y ^{Schaufeli (2004)}, las creencias de autoeficacia profesional presentan una relación directa y positiva con el engagement. Así, las creencias de autoeficacia actúan potenciando el bienestar psicológico general o el engagement con la organización en particular, dando lugar así a un espiral de salud ascendente (Salanova, ^{Grau, Cifre, & Llorens, 2000}; Salanova et al., 2004).

Tal como se presenta en la Figura 1, los componentes del burnout y el engagement pueden ser conceptualizados como extremos contrarios en dos ejes: un eje se refiere a la energía utilizada para desempeñarse en el trabajo, el otro, a la identificación (^{Schaufeli & Bakker, 2004}). De esta manera, podrían delimitarse las dimensiones claves o corazón del burnout (agotamiento, cinismo y despersonalización) y del engagement (vigor y dedicación).

Figura 1 Engagement en el trabajo como opuesto al burnout (^{Salanova, 2009}). 

Tomando en consideración estudios anteriores es posible plantear un modelo sociocognitivo donde la autoeficacia profesional se relacione negativamente con el burnout y positivamente con el engagement, junto con sus respectivas dimensiones. Cabe destacar que si bien este modelo ya ha sido examinado en estudio previos (Sala-nova, Cifré, Grau, ^{Llorens & Martínez, 2005}; ^{Salanova, Bresó & Schaufeli, 2005}), no se han realizado estudios sobre la invarianza estructural de dicho modelo en culturas diferentes a la española.

Tal como señala ^{Bandura (2001)}, debe considerarse la especificidad situacional y cultural al momento de examinar el rol de las creencias de autoeficacia ya que este constructo presenta considerables variaciones según la población en estudio. En efecto son habituales las variaciones en los niveles de autoeficacia y el valor predictivo de esta variable según la población en estudio (^{Lindley, 2006}).

Método

Medidas

Autoeficacia profesional: se evaluó mediante 4 ítems del cuestionario RED.es (^{Salanova, Llorens, Cifre, & Martínez, 2012}) que refleja la creencia en las propias competencias para desarrollar con éxito las tareas relacionadas con el trabajo. Un ejemplo de un ítem es: "Puedo hacer bien mi trabajo, aunque aparezcan situaciones inesperadas". Los trabajadores tenían que indicar el grado en que estaban de acuerdo con cada ítem, en una escala de respuesta que oscila de 0 (nunca) a 6 (siempre/ todos los días).

Burnout: se evaluó mediante 17 ítems en una escala de respuesta de 0 (nunca) a 6 (siempre/todos los días), referentes a sus cuatro dimensiones: agotamiento (4 ítems, e.g. "Me encuentro agotado al final de la jornada laboral"), cinismo (4 ítems, e.g. "He perdido interés y entusiasmo en este trabajo"), despersonalización (5 ítems, e.g. "Trato a algunas personas de mi trabajo como si fueran objetos") e ineficacia (4 ítems, e.g. "En mi opinión, soy ineficaz en mi trabajo"). Para evaluar el agotamiento, cinismo e ineficacia se utilizó la versión al castellano del Maslach Burnout Inventory-General Survey (MBI-GS) (Salanova, Schaufeli, Llorens, Peiró & ^{Grau, 2000}), y para evaluar la despersonalización se utilizó la versión al castellano del MBI-HSS (Salanova, Llorens, García-Renedo, Burriel, Bresó, & Schaufeli, 2005).

Engagement: se evaluó con 17 ítems mediante la versión española del Utrecht Work Engagement Scale (UWES) (^{Salanova et al., 2000}), en tres dimensiones: vigor (6 ítems, e.g. "En mi trabajo me siento lleno de energía"), dedicación (6 ítems, e.g. "Mi trabajo es estimulante e inspirador") y absorción (5 ítems, e.g. "El tiempo vuela cuando estoy trabajando"). Se utilizó una escala de siete puntos que oscilaba de 0 (nunca) a 6 (siempre/todos los días). Los alfa de Cronbach están representados en la Tabla 1.

Tabla 1 Medias (M), desviaciones típicas (dt), F y alfa de Cronbach's alfa (Argentina/España) en la diagonal. Correlaciones de las variables del estudio (muestra argentina bajo la diagonal). 

Notas: ^*** p < .001, ^** p < .01, ^* p < .05

Análisis de datos

Primero se calculó la consistencia interna de las escalas (a de Cronbach) y el análisis descriptivos y de intercorrelaciones para las variables del estudio, utilizando el programa SPSS (vs. 17.0). En segundo lugar, calculamos el test del factor único de Harman mediante análisis factorial confirmatorio (e.g.^{Iverson & Maguire, 2000}; cf.^{Podsakoff, Mackenzie, Lee, & Podsakoff, 2003}) para las variables del estudio, con el objetivo de probar el sesgo de la varianza del método común. En tercer lugar, calculamos Multiple Analyses of Variance (MANOVA) utilizando el país como variable independiente y las variables del estudio como variables dependientes (autoeficacia profesional, agotamiento, cinismo, despersonalización, vigor, dedicación). En cuarto lugar, usamos modelos de ecuaciones estructurales (SEM, Structural Equation Modeling) mediante análisis multigrupo con el programa AMOS (Analysis of Moment Structures, v. 17.0), para probar el modelo hipotetizado que asume que la autoeficacia profesional tiene un impacto negativo sobre el burnout y positivo en el engagement, independientemente del país (ver Figura 2).

Figura 2 Modelo conceptual. 

Se utilizaron métodos de estimación de máxima probabilidad en los que el input para cada análisis era la matriz de covarianza de los ítems. En este sentido, evaluamos la bondad del ajuste de los modelos utilizando índices absolutos y relativos. Los índices de bondad de ajuste absoluto que se calcularon fueron: el X² Goodness-of-Fit Statistic, y el Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA). Dado que el X² es sensible al tamaño de la muestra, la probabilidad de rechazar un modelo hipo-tetizado incrementa cuando el tamaño de la muestra incrementa. Para solucionar este problema, ^{Bentler (1990)} recomendó el cálculo de índices de bondad de ajuste relativo. Siguiendo a ^{Marsh, Balla y Hau (1996)}, calculamos 3 índices de ajuste: (1) el Comparative Fit Index (CFI), (2) el Incremental Fit Index (IFI) y (3) el Non Normed Fit Index o Tucker-Lewis Index (TLI). Valores menores de .08 para RMSEA indican un ajuste aceptable, mientras que valores mayores de 0.1 llevarían a rechazar el modelo (^{Browne & Cudeck 1993}). Para CFI, IFI y TLI valores mayores de .90 indican un buen ajuste (^{Hoyle 1995}). Finalmente, calculamos el ^{Akaike Information Criterion (AIC, Akaike 1987)} con el objetivo de comparar los modelos competitivos, puesto que es conveniente para comparar la adecuación de modelos no anidados que se ajustan en la misma matriz de correlaciones. Cuanto más bajo es el índice AIC, mejor es el ajuste.

Resultados

SEM análisis: autoeficacia profesional, burnout y engagement

En primer lugar, se puso a prueba el modelo hipotetizado que consistió en una variable exógena (i.e. autoeficacia profesional) y dos variables endógenas (i.e. burnout y engagement), que comprenden un total de 3 y 2 indicadores, respectivamente. El Modelo Propuesto (Modelo 1, M1) no se ajusta bien a los datos, por cuanto ninguno de los criterios cumple con el principio para un buen ajuste (Tabla 2). Una revisión de los índices de modificación revela que al incluir dos pares de correlaciones entre errores (burnout-engagement, agotamiento-despersonalización) se podrían mejorar los índices. Así, este modelo propuesto revisado (Modelo 1 revisado; M1r) es significativamente mejor que el modelo propuesto (M1) (Delta X²(4) = 668.62, p < .001).

Tabla 2 Índices de ajuste de los modelos de ecuaciones estructurales con análisis multigrupo en la muestra española (n = 1406) y argentina (n = 687). 

Notas. X² = Ji-cuadrado; gl = grados de libertad; RMSEA = Root Mean Square Error of Approximation; CFI = Comparative Fit Index; IFI = Incremental Fit Index; TLI = Tucker-Lewis Index; AIC = Akaike Information Criterion; ^*** p < .001.

Los resultados muestran que la autoeficacia profesional tiene una influencia negativa y significativa sobre el corazón del burnout (β _Argentina = -.25 y β _España = -.22, p < .001), mientras que la influencia es significativa y positiva con el corazón del engagement (β _Argentina = .34 y β _España = .41, p < .001). Es importante destacar que todas las variables manifiestas muestran pesos factoriales significativos en sus correspondientes factores latentes, con valores que oscilan de .18 a .96 en ambas muestras. Además, los resultados también muestran que la autoeficacia profesional responde al 12% y 17% de la varianza en engagement, pero solo un 6% y 5% en burnout para la muestra argentina y española, respectivamente. Estos resultados muestran el papel clave de la autoeficacia profesional en la reducción del corazón del burnout y en el potenciador del corazón del engagement. Los resultados de este modelo final multigrupo se representan en la Figura 3.

Nota. Todos los coeficientes son significativos. ^*** p< .001.

Figura 3 Coeficientes estructurales del modelo en las muestras de Argentina y España.  

El siguiente paso consistió en poner a prueba la invarianza del modelo revisado (M1r) en ambas muestras, añadiendo una serie de restricciones sobre algunos parámetros concretos (ver ^{Byrne, 2001}). En primer lugar, todos los pesos factoriales, coeficientes de regresión y covarianzas entre errores fueron restringidos y, por tanto, considerados iguales en las dos muestras (M2). Parece ser que el ajuste del modelo se deteriora de manera significativa comparado con el modelo que es libremente estimado (M1r), lo que significa que la invarianza del modelo no se ha logrado. Para conocer cuáles de estos parámetros son los responsables de este resultado negativo, se pusieron a prueba tres modelos más en los que solo a los pesos factoriales (M3), coeficientes de regresión (M4) y covarianzas entre errores (M5) se les impuso ser iguales en las dos muestras. Como puede verse en la Tabla 2, solo el ajuste del modelo restringido M3 es significativamente peor que el ajuste del M1r. Por tanto, la invarianza no se logró con respecto a los pesos factoriales. Sin embargo, en las dos muestras hay igualdad en los coeficientes de regresión y en las covarianzas entre errores.

Finalmente, este proceso iterativo se utilizó para comprobar qué parámetro concreto de los pesos factoriales era equivalente en ambas muestras. El ajuste fue comparado con el efectuado en el M1r. Cuando el ajuste no se deteriora significativamente y se logra la invarianza, se añade otra restricción en otro parámetro, y así sucesivamente. Utilizando este procedimiento, surge un modelo final (M6) en el que los siguientes parámetros son invariantes (iguales) entre las dos muestras: (a) los coeficientes de regresión entre autoeficacia/burnout y entre autoeficacia/engagement, y (b) la covarianza de los errores de burnout-engagement y de agotamiento-despersonalización. Sin embargo, la invarianza no se produjo en los pesos factoriales ni en burnout ni tampoco en engagement.

Discusión

Un debate frecuente en la investigación psicológica es si los constructos teóricos, a pesar de variar en su expresión, se manifiestan de manera semejante en diferentes grupos culturales. Los posicionamientos más radicales en este debate pueden diferenciarse en dos grupos: aquellos que postulan que los constructos psicológicos poseen un comportamiento universal y niegan la existencia de diferencias culturales (enfoque etic), o bien, aquellos que consideran que cada cultura es única y que los constructos psicológicos deben indagarse considerando la particularidad de cada cultura (enfoque emic). Aunque ambos enfoques resultan problemáticos (^{Contini, 2003}), su consideración permite vislumbrar el riesgo de presuponer que las teorías e instrumentos desarrollados en una cultura son válidos en otra. Por esto, resulta importante llevar a cabo investigaciones que consideren modelos teóricos generales, pero que a la vez atiendan a las circunstancias culturales.

En el presente estudio se evaluó la invarianza de un modelo sociocognitivo de autoeficacia aplicado al burnout y engagement en trabajadores españoles y argentinos. Los resultados obtenidos corroboran las hipótesis planteadas, aunque se requieren algunas reespecificaciones. En términos globales, el análisis multigrupo permite afirmar que la autoeficacia profesional se asocia a menores niveles de burnout (Hipótesis l) y a mayores niveles de engagement (Hipótesis 2), independientemente del país. Solamente el tamaño de los pesos factoriales es diferente entre las muestras de trabajadores de Argentina y España.

Los resultados son coherentes con los obtenidos en investigaciones previas (^{Alessandri et al., 2015}; ^{Llorens, García, & Salanova, 2005}; ^{Lorente et al., 2014}), corroborando que las creencias de autoeficacia constituyen un factor crítico para el desarrollo del burnout y el engagement de los trabajadores. Tal como plantea Salano-va, Breso y Schaufeli (2005), se produciría un "modelo espiral" que permitiría explicar la interacción entre estos constructos. Según este modelo, las creencias de eficacia contribuyen a generar un estado mental positivo vinculado al trabajo (engagement). De esta forma se aumenta la probabilidad para desarrollar experiencias de éxito, lo que contribuye a subir los niveles de autoeficacia, generando un "espiral virtuoso".

Otro aspecto a considerar es que la autoeficacia podría actuar como variable mediadora entre el engagement y el rendimiento laboral. En una revisión de 91 estudios (Christian et al., 20 ll) se confirmó que los trabajadores con mayor engagement poseen un alto rendimiento en sus tareas. Sin embargo, aún perduran controversias respecto al mecanismo subyacente en dicha asociación (^{Reijseger, Peeters, Taris, & Schaufeli, 2017}). Los resultados obtenidos en el presente trabajo sustentan la necesidad de contemplar la creencia de la autoeficacia como un factor de peso en la explicación de lo anterior, considerando que, las creencias de eficacia permiten que el trabajador sienta que puede lograr los resultados deseados a través de sus propias acciones, lo cual constituye un incentivo para actuar y persistir en sus tareas, generando un estado en engagement con el trabajo (^{Salanova, Llorens, & Schaufeli, 2011}). Dicho estado (caracterizado por una mayor dedicación, absorción y persistencia en el trabajo) reforzaría las creencias de autoeficacia con el transcurso del tiempo (Llorens, Schaufeli, Bakker, & Salanova, 2007) y, conjuntamente, mejorarían el rendimiento laboral.

La relación positiva entre la autoeficacia y el engagement se mantiene invariante entre los países. Los trabajadores argentinos mostraron puntuaciones más altas en autoeficacia profesional y dedicación. Probablemente, las diferencias observadas pueden atribuirse a características propias del mercado laboral argentino. Tal como señalan Beccaria y Groisman (2015), en Argentina persisten altos niveles de informalidad laboral (incluso durante períodos de crecimiento económico), que ha llevado a proponer la hipótesis de un mercado laboral dual o segmentado. La brecha salarial, la estabilidad laboral, la ausencia de reglamentaciones laborales o sindicatos llevan a que los trabajadores del sector formal valoren positivamente su situación laboral, contrario a quienes pertenecen al sector informal (^{Bertranou et al., 2014}; ^{Garzón-DuqueI 2017}; ^{Ruiz et al., 2015}). En el presente estudio se accedió solamente a muestras de trabajadores que se desempeñaban de manera formal. Es posible que los trabajadores argentinos del sector formal realicen una comparación social con quienes pertenecen al sector informal, llevándolos a que valoren de manera positiva su situación laboral.

La teoría de la comparación social señala que las personas efectúan juicios sobre sus capacidades, habilidades o rasgos de personalidad a partir de la comparación con otros (^{Festinger, 1954}; ^{Lee, 2014}). Tal como señala esta teoría, las personas efectúan comparaciones con la información que obtienen a través de diferentes vías, por ejemplo, interactuando directamente o a través de medios de comunicación (^{Mussweiler et al., 2006}). Es probable que el nivel de orgullo o dedicación de un trabajador del sector formal sea mayor si se compara con la amplia cantidad de trabajadores argentinos que se encuentran en el sector informal. Asimismo, es probable que se sientan más capaces al compararse con trabajadores que no logran ingresar al sector formal. Por lo tanto, la existencia de una comparación social ventajosa puede llevar a que la dedicación y autoeficacia de los trabajadores argentinos sea superior. Por esta razón, es necesarios nuevas investigaciones donde se analice la plausibilidad de esta interpretación.

Respecto a la asociación entre la autoeficacia y el burnout, los resultados están en consonancia con los modelos propuestos en estudios previos (^{Llorens, García, & Salanova, 2005}; Salanova & Llorens, 2008; ^{Ventura, Salanova, & Llorens, 2015}). Mientras que la autoeficacia y el engagement interactúan como un "espiral virtuoso", en el burnout las crisis de autoeficacia podrían desencadenar un "espiral vicioso". En efecto, altas demandas laborales y baja autoeficacia tienen efectos negativos en la salud de las personas (^{Mafud, Arocena, & Moreno, 2017}). Las creencias de autoeficacia moderan la percepción que el trabajador posee de sus demandas laborales, y, en consecuencia, sus niveles de estrés. Por ello, los trabajadores con débiles creencias de eficacia interpretarán sus demandas laborales como amenazantes, lo que los hace menos susceptibles de controlarlas y afrontarlas eficazmente, produciendo un aumento en los niveles de estrés y una disminución en su desempeño. A su vez, esto provocará una disminución en sus creencias de eficacia, generándose un espiral negativo entre el burnout y la baja autoeficacia. De esta manera una disminución en las creencias de autoeficacia profesional puede llevar a una disminución en el engagement de los trabajadores y favorecer el desarrollo de burnout. Cabe destacar que dichas relaciones se mantienen independientemente del país, ya que tanto en la muestra de España como en la de Argentina se verifican las hipótesis formuladas.

Si bien se verifican las hipótesis planteadas, el modelo formulado inicialmente no se ajusta adecuadamente a los datos. De hecho, se efectuaron una serie de reespecificaciones sobre el modelo para mejorar el ajuste del mismo. Puntualmente, se especificó una correlación entre los errores de las variables burnout y engagement, así como también, entre los errores de agotamiento y despersonalización. Tal como indica la literatura, la correlación de errores sugiere un factor común de perturbación y un posible solapamiento entre los constructos (^{Hermida, 2015}). Recientemente se ha profundizado el debate respecto al solapamiento entre el burnout y engagement (^{Goering et al., 2017}; ^{Maricutoiu, Sulea, & Iancu, 2017}, ^{Sonnentag, 2017}). En términos generales, se trata de constructos emparentados pero diferentes, ya que poseen un patrón diferente de correlación con otras variables (por ejemplo, neuroticismo y extraversión), y se corrobora un efecto incremental cuando se incluyen ambos constructos en la predicción del bienestar psicológico. A pesar de ello, la fuerte correlación entre ambos (valores r en torno a .30 y .50) lleva a suponer que existe una comunalidad entre ellos.

Limitaciones

Una de las principales limitaciones del presente estudio es que las mediciones no se realizaron dejando intervalos temporales entre cada administración, esta ambigüedad temporal no permite asegurar la existencia de una relación causal entre las variables (^{Bakker, van Veldhoven, & Xanthopoulou, 2010}). Sin embargo, los resultados obtenidos son coherentes con el modelo teórico de base, según el cual las creencias de autoeficacia desempeñan un rol predictor del burnout y del engagement en el trabajo (^{Llorens, García, & Salanova, 2005}; Salanova, & Llorens, 2008).

Otra limitación por considerar es que la muestra de trabajadores argentinos estuvo conformada en su mayoría por trabajadores del sector privado (89%). Sería provechoso replicar el estudio con una muestra más equilibrada, conformada por proporciones similares de trabajadores del sector público y privado.

Implicancias prácticas

El burnout y engagement tienen implicancias significativas en el rendimiento y la salud de los trabajadores (^{Maricutoiu, Sulea, & Iancu, 2017}), lo que justifica el desarrollo de intervenciones que tiendan a aumentar el engagement y disminuir el burnout. Un metaanálisis reciente (^{Knight, Patterson, & Dawson, 2017}) señala que las intervenciones más comunes son: l) creación de recursos laborales, 2) creación de recursos personales, 3) capacitación para el liderazgo y 4) promoción de la salud. Los efectos de dichas intervenciones son de moderados a grandes, no obstante, existe una alta heterogeneidad en cuanto a su eficacia. Esto denota la necesidad de ampliar la investigación respecto a qué tipo de intervenciones resultan más adecuadas y cuáles son los factores críticos a contemplar.

Los resultados obtenidos en este trabajo señalan con claridad que las creencias de autoeficacia profesional desempeñan un rol de importancia en el desarrollo del burnout y el engagement de los trabajadores españoles y argentinos; de esta manera, al aumentar las percepciones de autoeficacia profesional se incrementa el engagement y se disminuye los niveles de burnout. En función de ello es importante diseñar e implementar programas tendientes a fortalecer las creencias de autoeficacia profesional, sobre todo en trabajadores que posean "crisis de eficacia personal". En este sentido, y considerando los lineamientos teóricos de base (^{Bandura, 1997}; Salanova, Grau, & Llorens, 2001), sería beneficioso ajustar las tareas que los trabajadores realizan en función de sus percepciones de autoeficacia, de igual forma, aumentar las experiencias de éxito en las tareas que desempeñan cotidianamente, exponerlos a modelos sociales similares para que desarrollen adecuadamente sus funciones laborales, fomentar el uso de la retroalimentación y críticas positivas a los trabajadores, e instruir a los trabajadores para que puedan regular de manera competente las reacciones de estrés y tensión.